论文部分内容阅读
摘要：自我雇佣已经成为当前我国城镇劳动力市场上广泛存在但又被长期忽视的就业现象，首次利用2014年全国流动人口动态监测调查数据，对农民工自我雇佣的收入效应和福利享有状况进行经验检验。研究发现：农民工自我雇佣的收入效应显著为正，自雇活动为农民工带来了更高的经济回报，但也面临着相对更高的收入不确定性。同时，自雇活动的收入回报存在“马太效应”，越是成功的自雇农民工获得的收入回报越高；自我雇佣农民工付出了更长的劳动时间，但他们的健康状况至少没有变得更坏，且他们对于当前生活状况拥有着相对较高的满意度。进一步的分析发现，自雇农民工对于社会保障等劳动福利有着较高的诉求，但现实中的他们实际享有各类社会保险的比率显著较低。本文的研究结论为我们重新审视农民工的自我雇佣行为并明确这种就业现象的功能定位提供了证据支持。
关键词：进城农民工；自我雇佣；市场回报；功能定位
中图分类号：C922文献标识码：A文章编号：1000-4149（2018）05-0100-13
DOI：103969/jissn1000-4149201805011
收稿日期：2017-11-05；修订日期：2018-03-31
基金项目：北京旅游发展研究基地科研项目“人口疏解背景下北京市旅游非正规就业的功能定位与政策选择研究”（LYFZ18B002）。
作者简介：朱志胜，经济学博士，北京第二外国语学院酒店管理学院讲师。
Rural Migrant’s Selfemployment Choices and Their Returns：
An Empirical Test Based on the Dynamic Monitoring Data of Migrants in 2014
ZHU Zhisheng
（School of Hospitality Management， Beijing International Studies University， Beijing 100024，China）
Abstract：Selfemployment has become a widespread and neglected phenomenon in the urban labor market in China， this paper empirically test the returns of rural migrant’s selfemployment for the first time. The results show that the income effect of migrant workers’ selfemployment is positive， it means that the selfemployment activities bring higher economic returns. But the selfemployed migrant also face relatively higher income uncertainty while there is a “Matthew effect” in the income return of selfemployment activities. The selfemployed rural migrants have longer work hours， while their health is not getting worse at least， and they have relatively high satisfaction with current living conditions. Further analysis shows that they also have higher demands for welfare security and other labor benefits， but in reality their social insurance participation is lower. The conclusions provide us with evidence to review the selfemployment behavior of rural migrants and also to clarify the functional orientation of this phenomenon.
Keywords：rural migrant； selfemployment； market returns； functional orientation
一、引言
近年来，自我雇佣已经成为我国农民工进城就业的一种重要途径和形式。据笔者推算，近5年我国城镇劳动力市场上从事自我雇佣活动的农民工比重都維持在40%左右，2014年，全国范围内的自雇农民工总量多达7612万人，其中绝大多数属于生存型自雇。从世界范围来看，自雇就业的劳动者数量在发达国家和众多发展中国家都呈增长趋势，甚至许多国家都制定了诸如给予就业困难群体启动资金以促进自雇就业的帮扶政策。近年来，包括国家《“十三五”促进就业规划》、《关于大力推进大众创业万众创新若干政策措施的意见》等在内的一系列就业相关政策，为包括农民工在内的劳动者选择自我雇佣提供了必要的行动空间和制度保障。可以想像，未来随着全面深化改革的推进，劳动者自我雇佣的行动空间必然随之扩大，自我雇佣将成为研究就业问题不可忽视的经济现象。
那么，针对当前我国城镇劳动力市场上普遍存在且日益增长的自我雇佣现象，不禁要问，进城农民工选择放弃传统的工资性就业转而作出自我雇佣的就业选择，是否真如我们臆测的那样是他们迫于无奈作出的被动选择？要回答这个基本问题，首先需要弄清楚农民工从事自我雇佣活动是否真的带来了更高的行为回报，换言之，农民工进入城镇劳动力市场选择“自雇就业”而放弃传统的“受雇就业”是否“有利可图”。显然，这需要对自我雇佣农民工和受雇就业农民工两个次级群体的市场回报作出准确地评估和比较。 本文首次尝试对自我雇佣农民工群体的市场表现及其行为后果展开系统讨论，从如下三个方面拓展现有文献：其一，有别于前期多数文献集中于探讨农民工受雇就业问题，如同工不同酬、就业歧视、非正规就业等，本文将研究视角延伸至农民工的自我雇佣活动，重点关注农民工自我雇佣的行为逻辑和市场后果，丰富了相关领域的研究成果。其二，本文抛弃前期文献仅消极地看待农民工的自我雇佣行为，从“经济理性”角度重新理解和诠释该群体内部日益普遍的自我雇佣活动。其三，不同于前期文献的二分法，本文引入多元就业身份变量，并在控制内生性和自选择偏差的基础上系统探讨了不同就业身份农民工的收入和福利享有状况。
二、文献述评
迄今为止，学术界对于自我雇佣仍未能够给出一个明确统一的定义。已有研究多数沿用一些国际性组织，如经济合作与发展组织（OECD）、国际劳工组织（ILO）以及联合国（UN）对于自我雇佣的界定。相对而言，学界对于自我雇佣的界定更为细致。斯坦梅茨（Steinmetz）和莱特（Wright）将那些通过自己的劳动获取部分或全部收入，而不是出卖自己的劳动给雇主以获取工资的劳动者界定为自我雇佣者[1]。帕克（Parker）认为自我雇佣者是指那些没有工资性收入或雇佣工资，而是从自身职业或自营账户中获得收入，并承担风险的劳动者[2]。博尔哈斯（Borjas）、杜桑科莫（ToussaintComeau）等学者则从群体构成的角度界定自我雇佣者，他们认为，一国城镇化进程中的农民、外来移民、缺乏竞争力的劳动者等是自我雇佣群体的主要来源，符合特定条件的私营业主、个体经营户以及某些服务行业的从业者，如理发师、律师、作家、艺术工作者、街头服务者、零散工、流动摊贩等，都可归为自我雇佣的范畴[3-4]。
国外学者较早关注到劳动者自雇行为的市场回报问题，但相关研究并未达成共识。早期的学者如博尔哈斯的研究发现，与受雇移民相比，自雇移民获得了相对更高的年收入，且这种收入优势与美国本土自雇者相比依然显著存在[3]。但在随后的研究中，博尔哈斯则发现，一旦控制个体的人口学特征，自雇者与受雇者的收入差异便不再显著存在[5]。贝茨（Bates）的研究也表明，自雇者的收入优势并非因为自雇行为本身，而是源于自雇者较高的人力资本及金融资本的投资收益[6]。赫斯特（Hurst）和卢萨尔迪（Lusardi）认为，由于自我雇佣面临着资金、精力、风险等约束，直接比较自雇者和受雇者的年收入并不合理。当从自我雇佣收入中减去金融资本的投资收益后，自雇者与受雇者的劳动收入并不存在显著差异[7]。阿里亚斯（Arias）和哈米斯（Khamis）采用边际处理效应方法的实证检验结果也表明，在克服正向选择性偏差后，自雇者的收入与正规部门就业者相比并没有显著差异，但相比于非正规受雇者依然表现出显著的收入优势[8]。洛夫斯特罗姆（Lofstrom）基于美国人口普查数据并利用个体固定效应模型的实证检验发现，不论对于高技能或低技能的移民而言，自我雇佣的确能够带来较高的收益，即便相比于美国本土的劳动者，那些具有较高技能的自雇移民也获得了更高的市场回报[9]。
这种争议同样存在于对自雇者工作满意度和主观效用的考察上。布兰奇弗劳尔（Blanchflower）和奥斯瓦尔德（Oswald）较早地对该问题进行了探讨，他们研究发现，在控制其他变量的情况下，从事自我雇佣活动的劳动者相比于受雇就业者和失业者表现出了更高的工作满意度[10]。但该结论由于数据和方法方面的缺陷而备受后续学者的质疑。西曼（Seaman）纠偏后的研究发现，自雇者与受雇者在工作满意度上并不存在如前者那样显著的差异[11]。多兰等（Dolan et al.）、宾德（Binder）和科德（Coad）等在修正样本选择性偏差后也发现，自雇者与受雇者的工作满意度在统计上并无显著差异[12-13]。而格雷厄姆（Graham）和费尔顿（Felton）等利用拉美微观数据的实证检验得出相反的结论，认为自雇者的工作满意度反而要显著低于工资雇佣者[14]。
长期以来，国内学界和政府更多集中于对受雇就业群体的研究，自我雇佣仅被当作非正规就业的组成部分而并未给予足够重视，缺乏对自我雇佣这种特殊就业形式的独立考察。国内直到近几年才逐渐有学者开始介入农民工自我雇佣现象的研究。为数不多的文献中，对于自我雇佣经济后果的探讨同样莫衷一是，存在“主动”和“被动”之争。持“被动”观点的学者认为自我雇佣是农民工出于维持生计而作出的被迫选择。宁光杰使用RUMiC 2009年数据并采用Heckman两步法估计发现，自雇农民工的小时收入比短期工要高，但低于长期工[15]。黄志岭利用CHIP 2007年数据的研究发现，城镇劳动力市场上城镇居民的自我雇佣收入远高于自雇农民工[16]。马（Ma）同样利用CHIP 2007年数据的实证检验发现，相比于受雇者，有雇工的雇主的工资溢价较高，而成为自营劳动者的工资溢价则相对较低[17]。曹永福等利用2010年全国流动人口动态监测调查数据，并采用PSM方法控制样本选择偏差后发现，自我雇佣确实能够带来6%—7%的工資溢价，但这是农民工以牺牲劳动强度、延长劳动时间为代价的[18]。与上述文献的“被动”观点不同，叶静怡和王琼使用“2010年在京进城务工人员经济和社会调查”专项数据的研究发现，农民工进入自我雇佣存在正自选择性，相比工资性就业的农民工，自雇农民工收入显著较高，自我雇佣对于农民工来说不再是一种被迫选择[19]。王守文和石丹淅的研究支持了上述判断，他们的研究发现，自雇者的总体教育收益率呈现出明显的上升态势，但这种效应存在明显的性别差异[20]。
总的来看，由于受到体制、制度、政策、法规等诸多因素的影响，相比于受雇就业和失业问题，国内学界对于自我雇佣问题的关注明显不足，直到最近几年才逐渐有学者介入此问题的研究，尚处于起步阶段，仅有的文献大多只侧重于某一方面的探讨，缺乏对该现象的系统讨论。同时，目前国内针对自我雇佣现象的相关文献在研究方法上基本沿袭了国外的同类研究，对于农民工自我雇佣的行为机制、市场回报等关键性问题并未形成共识。鉴于此，本文拟利用全国性的微观数据并改进估计方法，对自我雇佣农民工的市场表现及其行为后果展开系统讨论，重点考察农民工自我雇佣的收入效应和福利享有状况，为相关部门的政策制定提供理论参考和经验依据。 三、实证策略
1模型设定
如前所述，本文关注的核心问题是考察农民工从事自我雇佣活动的收入效应和福利享有状况。基于经典的明瑟工资方程，并借鉴前期文献的惯常做法，设定如下基准估计方程：
Yij=α+β×Selfempij+γXij+εij（1）
在收入效应方程中，被解释变量Y表示农民工的劳动收入，在福利保障方程中，被解释变量Y表示一系列反映农民工的劳动福利条件的变量，主要包括：劳动时间、健康水平、生活满意度、社会保障享有状况（养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险、住房公积金、商业医疗）等。在方程的右边，X为控制变量，包括农民工的性别、年龄、婚姻状况等人口学特征变量以及受教育程度、培训参与情况、城市经历等人力资本特征，同时，我们还控制了农民工的社会资本状况和流动特征。核心解释变量Selfemp表示就业身份变量，有别于前期文献的两分法，将农民工的就业身份细分为四个基本类型：正规受雇、非正规受雇、机会型自雇、生存型自雇，β为本文重点关注的参数，其符号和显著性表示自我雇佣活动的边际影响。ε为随机扰动项。
2模型的内生性及其处理
估计农民工自我雇佣的行为后果，内生性是不可忽略的问题。由于不同个体之间存在不可观测的特征差异，这些特征很可能会同时影响农民工的自我雇佣行为选择及其经济后果，忽略上述异质性所造成的遗漏变量问题将会导致估计偏误。例如，农民工的风险偏好和经营能力等通常因人而异且相对稳定，具有较强风险偏好和经营管理能力的农民工更有可能会选择从事自我雇佣活动，当然，他们也更有能力获得相对较高的劳动收入，并享有更加完善的福利保障。显然，简单采用传统方法进行估计，并不能够解决自选择性导致的估计偏误[21]。
考虑到传统的效应分析模型都只适用于处理变量为二值变量的情形，而本文的处理变量为多值变量，因此，在缺乏恰当工具变量的情况下，采用基于广义倾向得分的处理效应模型来缓解本文的内生性问题。该方法由因本斯（Imbens）提出并经冯（Feng）等的改进，为解决多值处理变量问题提供了思路[22-23]。首先使用多项logit模型估计农民工的就业身份选择，从而得到在给定协变量X的情况下，农民工i作出不同就业选择的条件概率，即倾向得分。然后，基于倾向得分，可以采用匹配估计、回归调整、逆概率加权等多种方法将原始样本进行平衡处理，从而缓解选择性偏差。通过综合比较，本文采用基于广义倾向得分的逆处理概率加权（IPTW）方法。在IPTW的估计方法下，就业身份j相对于就业身份k的平均处理效应可通过式（2）估计得到：
ATEjk=（Yji）-（Yki）=ni=1YjiI（Ti=j）r（T=j，Xi）ni=1I（Ti=j）r（T=j，Xi）-ni=1YkiI（Ti=k）r（T=k，Xi）ni=1I（Ti=k）r（T=k，Xi）（2）
式中，I（·）为示性函数，满足设定条件是等于1，否则等于0。r（·）即表示由第一步计算得到的倾向得分。T表示处理变量，在本文中，处理变量T有4个具体取值：正规受雇、非正规受雇、机会型自雇、生存型自雇。Y表示劳动收入和福利享有等市场回报变量。
3变量设置与统计描述
（1）数据说明。
本文所使用的数据来源于2014年全国流动人口动态监测调查“社会融合专题调查”（简称“融合调查”）数据。在样本分布上，2014年融合调查兼顾了东部、中部和西部地区，覆盖了大、中、小型城市，涉及北京市朝阳区、成都市、嘉兴市、青岛市、深圳市、厦门市、郑州市、中山市等8个城市（城区）。虽然上述8个城市（城区）并不是严格随机抽取的，但均采用严格的PPS抽样，且数据样本量大，覆盖面广，能够较好地代表全国流动人口的基本情况
有关2014年“融合调查”详细的调查、抽样和数据优势与局限，可参考原国家卫生和计划生育委员会流管司在2015年所发布的详细介绍。。
由于融合调查不仅包括农民工样本，同时也覆盖了流动的城市居民样本，因此，在样本的选择上，首先依据受访者的“户口性质”将非农业户口、农业转居民、非农业转居民的样本剔除；其次，根据本次流动的原因，仅保留那些选择“务工经商”的样本，删除随迁、上学、投靠亲戚等其他原因流动的样本；最后，考虑到本文主要关注处于工作状况的农民工的就业选择，因而仅保留“今年五一节前一周做过一小时以上有收入工作”的样本。通过以上三个步骤，得到调查时点处于就业状态的农民工样本。在此基础上，对核心变量缺失的样本进行了剔除。最终得到有效样本12374个。
对于农民工自我雇佣身份的识别，融合调查通过题项“您现在的就业身份属于哪一种？”将就业身份操作化，选项包括雇员、雇主、自营劳动者和家庭帮工及其他。基于本文对于自我雇佣的界定，并借鉴已有相关研究，将“雇主”和“自营劳动者”定义为自雇者，其中，“雇主”与机会型自雇者相对应，“自營劳动者”对应于生存型自雇者。由于“家庭帮工及其他”的样本量较小，借鉴李树茁等的做法，将“雇员”和“家庭帮工及其他”都视为受雇者[24]。同时，依据农民工是否签订合同以及签订合同的类型，进一步将受雇就业区分为正规受雇和非正规受雇。
（2）劳动收入的衡量与统计描述。
本文被解释变量为不同就业身份农民工的劳动收入，用月均收入来表示。通常而言，自雇农民工的劳动时间相对较长，因而计算农民工的小时收入似乎更具可比性，本文之所以选择使用月均收入而并非小时收入，主要基于两点考虑：一方面，虽然自雇者往往投入更多的劳动时间，但他们的工作时间相对灵活，单位时间的劳动强度往往较低，从这个角度讲，自雇和受雇农民工的劳动时间是缺乏比较基础的；另一方面，受访者回答的时间往往存在偏误，使用小时工资很可能会进一步增大变量测量的误差[19]。考虑到部分农民工存在包吃住的情形，借鉴叶静怡和周晔馨还原农民工收入的第二种方法，本文进一步计算了考虑包吃住情形后农民工月均收入[25]。对原始的收入数据进行截尾处理，删去小于第1百分位和大于第99百分位的样本，并做了对数化处理。表1报告和比较了不同就业身份农民工的劳动收入。 观察表1可知，总体上，从事自我雇佣活动的农民工的月均收入约为4309元，而受雇农民工的月均收入仅为3250元左右，仅相当于前者的7542%。如果将农民工包吃住的费用进行折算，这一
差距有所下降，但降幅较为有限。在自雇农民工内部，机会型自雇农民工的月均工资约为5332元，而生存型自雇农民工的月均工资仅为4000元左右，大约为前者的3/4，占全部自雇农民工不足四分
之一（2316%）的机会型自雇农民工，获得了相对更高的劳动所得。同时，自雇农民工劳动收入的标准差明显更大，约为受雇农民工的2倍，这意味着自雇农民工在获得较高劳动收入的同时，也面临着更高的收入不确定性。在受雇农民工内部，相比非正规受雇农民工，那些签订劳动合同的正规受雇农民工获得了相对较高的工资收入，但两者的收入差别并不大。虽然自雇和受雇农民工的劳动时间并不可比，但从表1结果来看，以小时收入衡量的劳动收入比较结果与前述分析是基本一致的。四类农民工中，收入最高的为机会型自雇农民工，其后依次是生存型自雇农民工、正规受雇农民工以及非正规受雇农民工。
由此可以初步推测，那些从事自我雇佣活动的农民工的就业状况可能并不如想像的那样窘迫，单就劳动收入而言，不论月均收入还是小时收入水平，自雇农民工都获得了相对较高的回报，这对于以获取更高收入为目的的农民工来说，自我雇佣有可能是他们出于经济理性的自主选择。当然，这还有赖于后续更为严谨的实证检验。
（3）福利享有的衡量与统计描述。
本文另一方面的被解释变量为农民工的福利享有状况，根据“融合专题调查”数据中可获得的信息，设计了如下4大类10小类的“福利享有”指标。
①劳动时间。初步的描述性统计结果表明，自雇农民工付出了相对更长的劳动时间。虽然自雇农民工的劳动时间是相对灵活的，但是较长的劳动时间意味着农民工能够享受的闲暇越少，因此，总的来说，劳动时间是福利享有的负面指标。②健康状况。一般认为，自雇农民工较高的劳动收入是以牺牲闲暇和健康换来的“回报”。 “融合调查”数据报告了农民工的自评健康程度，分为“非常不好、很不好、不好、一般、好、很好、非常好”，相应赋值为1到7，得到衡量农民工自评健康程度的有序变量。③生活满意度。这是一个综合性的指标。“融合调查”数据详细询问了农民工对目前生活的主观评价，选项分为 “非常不满意、很不满意、不满意、一般、满意、很满意、非常满意”，借鉴前期文献的做法，同样赋值为1到7，用以反映农民工生活主观满意度。
④社会保障享有状况。“融合调查”数据详细报告了农民工在养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险、住房公积金以及商业医疗等7个方面的参与情况，由此分别设置了7个0—1虚拟变量。上述7个方面指标大体反映了不同就业身份农民工的就业福利特征。
表2报告了四类不同就业身份农民工的福利享有情况。由表2可知，总体上，自雇农民工确实存在更为严重的过度劳动状况，自雇农民工的周均劳动时间约为69小时，相比受雇农民工的55小时要高出1/4左右。两类自雇活动并不存在明显差异，但相对而言，生存型自雇农民工的超时劳动现象更为普遍。同时，与受雇农民工相比，自雇农民工的自评健康得分略低于前者，但差距不大。而从生活自评满意度来看，无论是机会型自雇还是生存型自雇农民工，他们对于目前生活的主观满意程度都要高于受雇农民工，甚至与正规受雇农民工相比也相对较高，这与我们的主观感受并不一致，表明确实有必要重新审视当前我国城镇劳动力市场上广泛存在的农民工自雇佣现象。
同时，当前在城镇就业的农民工参与社会保障的比率依然较低，且相比而言，自雇农民工享受三项基本保险的比例要明显低于受雇农民工，仅约为受雇农民工的三分之一。这种反差同样也体现在其他六个方面。进一步比较可以看出，上述四类不同就业身份的农民工中，基本保险参与程度最高的是正规受雇农民工，其后是机会型自雇农民工、生存型自雇农民工，非正规受雇农民工享有的社会保障比例相对而言是最低的。不难发现，尽管相比正规受雇的农民工，两类自雇农民工的社会保障水平相对较低，但他们拥有的基本保险参与率却要明显好于非正规受雇農民工。
（4）控制变量设置与统计描述。
对于控制变量的选择，借鉴既有相关文献的变量选择过程，本文纳入如下主要变量：性别变量，男性赋值为1，女性赋值为0；民族变量，汉族赋值为1，其他赋值为0；婚姻状况变量，在婚赋值为1，其他（未婚、离异、丧偶）赋值为0。这三个变量能够反映出一定的社会文化习俗，会对包括农民工在内的某些群体的劳动力市场行为发挥作用。年龄因素体现了生命周期阶段，处于不同阶段的农民工会做出不同的人力资本投资和劳动力市场决策，且这种影响并非是线性的，因而本文分别控制农民工的年龄及其平方项。同时，本文还控制了农民工的子女数量，不难理解，子女数量越多的农民工，承担的经济压力也相应越大，而且会牵扯更多的精力，从而对他们的劳动力市场回报产生影响；自有房产作为家庭财富的一种重要体现，也是影响农民工就业地位和劳动收入的重要方面；人力资本特征在一定程度上决定了农民工竞争岗位的能力，从而影响他们
的劳动报酬。本文选择的人力资本变量主要包括农民工的受教育程度、健康状况、城市经历、本地政府培训等；同时，近年来，越来越多的文献发现，社会资本会对劳动者的职业选择产生重要影响，本文采用农民工“本地家庭成员数”和“是否参加老乡会”来刻画他们的社会资本特征。此外，我们还引入农民工的就业行业、流动范围和城市虚拟变量，以控制不同行业和地区间市场环境差异等不可观测因素的影响，以便更加准确地识别自我雇佣对农民工劳动收入和福利享有的贡献。表3报告了上述控制变量的描述性统计结果。
四、农民工自我雇佣的收入效应估计
1基本估计结果
表4报告了农民工自我雇佣收入效应的OLS估计结果。总体而言，农民工从事自我雇佣活动的确获得了相对更高的经济回报。在控制其他影响因素的情况下，自我雇佣的估计系数均在1%的统计水平上显著为正，相比受雇农民工，自雇农民工的月均劳动收入整体要高出223%左右。即便是在考虑包吃住的情形下，从事自我雇佣活动的农民工依然获得了173%的收入溢价。但是，由于潜在的内生性问题，直接采用OLS的估计结果可能是有偏且非一致的。依据前述研究设计，本文进一步采用基于广义倾向得分的处理效应模型（GPSW）进行了稳健性检验，结果如表5所示。不难发现，在控制自选择偏差后，上述基准估计结果依然稳健。 由表5的估计结果可知，总体上，自我雇佣活动确实存在着明显的收入优势，给农民工带来了更高的市场回报，但两类自雇活动在收入回报上存在明显差异。相比受雇农民工，在未考虑包吃住的情形下，自雇农民工的月均劳动收入高出约205%，其中，机会型自雇活动的收入溢价更是高达347%，生存型自雇农民工的收入回报相比前者也要高出137%左右。虽然在考虑农民工包吃住的情形后，估计系数有所下降，但这种优势依然显著存在。可见，在当前城镇劳动力市场上，那些从事自我雇佣活动的农民工，特别是从事机会型自雇活动的农民工，在收入回报方面的确占据着绝对的优势地位。在四类城市就业农民工中，非正规受雇农民工的收入状况都是最差的，从这个角度上讲，他们很可能才是城镇劳动力市场上最弱势的就业群体。
2分位数估计
上述分析结果证实，进城农民工从事自我雇佣活动的收入效应显著为正，自雇农民工的月均收入要高出受雇农民工15%—20%。然而，这种收入优势在不同收入层次的自雇农民工内部是否存在差异？换言之，“收入溢价”是否均匀地分布于不同收入层次的自雇农民工内部？对于该问题的解答有助于理解自我雇佣经济回报的收入分配效应。
表6报告了考虑包吃住情形下农民工自我雇佣收入回报率的分位数估计结果。由表6中Panel A部分的估计结果可知，与受雇农民工相比，处于第5百分位的自雇农民工的劳动回报显著较低，但在第25及更高的百分位上，自雇农民工的劳动回报均要显著高于前者，且估计系数逐渐递增。进一步观察表6中Panel B和Panel C部分的估计结果，可以看出，即使与正规受雇的农民工相比，在自我雇佣内部，机会型自雇农民工在第25及更高百分位上的月均劳动收入显著较高，而生存型自雇农民工的收入优势则体现在相对较高的分位上（第50百分位及以上）。且从估计系数来看，机会型自雇农民工的收入优势在不同的百分位上都要大于生存型自雇农民工。
可见，总体上，从事自我雇佣活动的劳动回报率随着收入分位点的上升而逐步上升，这意味着农民工的自我雇佣行为存在着“马太效应”，即具有较高劳动收入的自雇农民工的收入回报往往高于劳动收入较低的自雇农民工的收入回报，显然，这将导致自雇农民工内部的收入差距扩大。这一点从表2中自雇农民工较大的收入标准差也得以体现。
五、农民工自我雇佣的福利效应
依据前述研究设计，本文进一步探讨农民工自我雇佣活动的福利效应。表7报告了控制自选择偏差后农民工自我雇佣福利效应（GPSW）的稳健估计结果。由表7可知，总体而言，在其他条件不变的情况下，自我雇佣农民工相比于受雇就业的农民工的确付出了更长的劳动时间，平均每周要多工作
14个小时左右。同时，在自雇农民工内部，与生存型自雇农民工相比，机会型自雇农民工的周均劳动时间则相对更长。不仅如此，与正规受雇农民工相比，不论机会型自雇抑或生存型自雇农民工，他们的劳动时间就显得相对更长，分别多出17和13个小时左右。值得注意的是，相比前者，非正规受雇农民工每周的工作时间也要长大约3个小时以上。
然而，自我雇佣农民工与受雇就业农民工的健康状况并没有显著的差异。虽然自雇农民工的自评健康得分略低于受雇农民工，但这种差异在统计上并不显著。这表明现实中对该群体的主观臆断并不合理，自雇农民工并没有因为从事自我雇佣活动而牺牲自我的健康，甚至那些从事机会型自雇活动的农民工还表现出了相对更高的健康程度。
同样与我们的猜想不同的是，在控制其他因素的影响后，从事两类自我雇佣活动的农民工对于目前的生活状态都表现出更高的自评满意度。同时，相比于生存型自雇农民工，那些从事机会型自雇活动的农民工拥有相对较高的生活满意度。即便与正规受雇农民工相比，自雇农民工的生活满意度也依然显著较高。综合比较可以发现，四类就业农民工中，那些在非正规部门或岗位就业的农民工对于生活的满意程度是最低的。
進一步观察表7中第（4）至第（10）列，可以看到，对于通常意义上的“五险一金”，与受雇农民工相比，自雇农民工的社会保障享有状况显著较差，生存型自雇农民工在这方面的劣势地位更为严重，但四类就业农民工中，“五险一金”享有程度最差的依然是那些非正规受雇农民工，这也再次表明，非正规受雇农民工才是城镇劳动力市场上最为弱势的就业群体。上述结论符合我们的现实观察。有别于正规受雇农民工，自雇农民工在主体、客体和内容方面均不符合劳动法的规定，以致无法享受我国现行《劳动法》和《劳动合同法》对该群体合法权益的保护。换言之，自雇农民工中的绝大多数都还是属于游离在我国现行的劳动保护法律体系之外的人群。虽然自雇者目前已经可以通过个人缴费方式参加社会保险，但由于个人承担全部费用及其他原因，自觉参保的比率依然很低。
而从表7中第（10）列的估计结果来看，为了应对法定社保缺失问题，部分自雇农民工开始“另谋出路”，尤其是那些从事机会型自雇活动的农民工拥有着更高比例的商业保险。这种现象反映出一个重要事实：受限于当前的社会保障制度缺失，自雇农民工拥有相对劣势的社会保障状况，但他们中的相当部分对于社会保障是有着较高诉求的。
六、主要发现及讨论
自我雇佣已经成为农民工进城就业的重要途径和方式，自我雇佣农民工已然是我国城镇劳动力市场上不可忽略的就业群体。但长期以来，学界和政府都更多集中于对受雇就业群体的研究，自我雇佣现象仅被简单地理解为一种非正规就业形式，而缺乏对该群体的独立考察。本文首次利用2014年流动人口动态监测调查数据，对农民工自我雇佣的收入效应和福利享有状况进行了经验检验。研究主要有如下发现。
其一，农民工自我雇佣的收入效应显著为正，总体上，自我雇佣活动的确能够为农民工带来更高的经济回报。与受雇农民工相比，生存型自雇农民工的月均劳动收入要高出前者约10%—15%，机会型自雇农民工的收入优势更为明显，大约要高出受雇农民工30%—35%左右。这种收入优势即便与那些受雇于正规部门或正规岗位的农民工相比也依然显著存在。但与此同时，自雇农民工也面临着相对较高的收入不确定性。 其二，農民工自我雇佣的收入回报率随着收入分位数的上升而逐步提高，这意味着农民工从事自我雇佣活动的收入回报存在着明显的“马太效应”，表现为收入较高自雇农民工的劳动回报显著高于劳动收入较低的自雇农民工。由此造成的直接后果是，从事自我雇佣活动的农民工内部乃至整个农民工群体内部的收入差距将不断扩大。现实中，在经历多年的乡城流动之后，农民工群体内部的确已经出现了明显的群体分化。
其三，从福利享有情况来看，从事自我雇佣活动的农民工尤其是机会型自雇农民工的确付出了更长的劳动时间，存在较为严重的过度劳动现象。但相比于（正规）受雇农民工，自雇农民工的健康状况至少没有变得更坏，甚至那些机会型自雇农民工的健康条件还要显著好于前者。同时，即便与正规受雇农民工相比，自雇农民工对于当前的生活状况也表现出了相对更高的满意度。当然，现实中自雇农民工所实际享有各类社会保险的比率显著较低，处于相对劣势的尴尬地位，但该群体对于社会保障等劳动福利存在着较高的诉求。
本文的研究结论表明，虽然自我雇佣常被看作是非正规就业的组成部分，但对于自我雇佣这种特殊的就业形式，并不如我们想像的那样必然是农民工迫于无奈而作出的被动选择，对于以获取更高收入为目的的农民工来说，自我雇佣或许是他们出于自身或家庭效用最大化的理性选择，因而一刀切式的正规化可能并不是最优策略，甚至会带来效率和福利的双重损失。事实上，在经济转型和发展的过程中，中国正在创造出大量的自雇机会，催生了许多的机会型自雇劳动者，他们通过辛勤的劳动并承担一定的风险，在获得更高收入回报的同时，实现生活满意度的提升。从这个角度上讲，在户籍制度短期内无法发生实质性改变之前，从事自我雇佣活动确实是部分农民工提高自身经济基础，甚至实现向上流动的可行途径。当然，我们也应看到，自雇农民工在社会保障方面明显处于劣势，目前，我国的社会保障制度还有待进一步完善，特别是针对自雇劳动者群体，国家层面的社会保障法律规范设计依然没有提上日程。给予自雇农民工乃至全部自雇劳动者群体以社会保障应当是政府的义务和职责，而不能坐等自雇劳动者的自主行为。同时，对于自我雇佣收入回报的“马太效应”，在鼓励“大众创业、万众创新”的政策背景下，政府应该给予自雇农民工尤其是生存型自雇农民工一定的政策扶持，例如给予税收减免、低息贷款等优惠政策，使得自我雇佣成为调节收入分配的可行选择。
参考文献：
[1]STEINMETZAND G， WRIGHT E O. The fall and rise of the petty bourgeoisie： changing patterns of selfemployment in the postwar United States [J]. American Journal of Sociology， 1989， 65（94）：1134-1149.
[2]PARKER S C. The economics of selfemployment and entrepreneurship [M]. Cambridge University Press， 2005.
[3]BORJAS G J. The selfemployment experience of immigrants [J]. Journal of Human Resources， 1986， 21（4）：485-506.
[4]TOUSSAINTCOMEAU M. Do ethnic enclaves and networks promote immigrant selfemployment？ [J]. Economic Perspectives， 2008， 32（4）：30-50.
[5]BORJAS G J. Friends or strangers： the impact of immigrants on the US. economy [M]. New York： Basic Books， 1990：274.
[6]BATES T. Entrepreneur human capital inputs and small business longevity [J]. Review of Economics & Statistics， 1990， 72（4）：551-559.
[7]HURST E， LUSARDI A. Liquidity constraints， household wealth， and entrepreneurship [J]. Journal of Political Economy， 2004， 112（2）：319-347.
[8]ARIAS O， KHAMIS M. Comparative advantage， segmentation and informal earnings： a marginal treatment effects approach [J]. International Journal of Radiation Oncology Biology Physics， 2008， 62（4）：1133-1139.
[9]LOFSTROM M. Does selfemployment increase the economic wellbeing of lowskilled workers？ [J]. Small Business Economics， 2013， 40（4）：933-952.
[10]BLANCHFLOWER D G， OSWALD A J. Testing for a Ushaped wage curve： a response [J]. Scandinavian Journal of Economics， 1993， 95（2）：245-248. [11]SEAMAN P T. A labour economics analysis of selfemployment [D]. Dissertations & ThesesGradworks， 1997.
[12]DOLAN P， PEASGOOD T， WHITE M. Do we really know what makes us happy？ a review of the economic literature on the factors associated with subjective wellbeing [J]. Journal of Economic Psychology， 2008， 29（1）：94-122.
[13]BINDER M， COAD A. Life satisfaction and selfemployment： a matching approach [J]. Small Business Economics， 2013， 40（4）：1009-1033.
[14]GRAHAM C， FELTON A. Does inequality matter to individual welfare？ an initial exploration based on happiness surveys from Latin America[R].
Center on Social and Economic Dynamics Working Paper， 2007.
[15]寧光杰. 自我雇佣还是成为工资获得者？——中国农村外出劳动力的就业选择和收入差异[J]. 管理世界， 2012（7）：54-66.
[16]黄志岭. 教育、自我雇佣收入及其城乡差异[J]. 农业经济问题， 2013， 34（6）：89-94.
[17]MA X. Business startups or disguised unemployment？ evidence on the determinants of selfemployment from urban China [J]. Chinese Studies， 2016，5（3）：73-87.
[18]曹永福， 杨梦婕， 宋月萍. 农民工自我雇佣与收入：基于倾向得分的实证分析[J]. 中国农村经济， 2013（10）：30-41.
[19]叶静怡， 王琼. 农民工的自雇佣选择及其收入[J]. 财经研究， 2013， 39（1）：93-102.
[20]王守文， 石丹淅. 中国城镇自雇者教育收益率研究——基于CHIP数据的经验分析[J]. 统计与信息论坛， 2015（9）：60-65.
[21]GREENE W H. Econometric analysis： international edition [R]. 2011.
[22]IMBENS G W. The role of the propensity score in estimating doseresponse functions [J]. Biometrika， 2000， 87（3）：706-710.
[23]FENG P， ZHOU X H， ZOU Q M. Generalized propensity score for estimating the average treatment effect of multiple treatments [J]. Statistics in Medicine， 2012， 31（7）：681-697.
[24]李树茁， 王维博， 悦中山. 自雇与受雇农民工城市居留意愿差异研究[J]. 人口与经济， 2014（2）：12-21.
[25]叶静怡， 周晔馨. 社会资本转换与农民工收入——来自北京农民工调查的证据[J]. 管理世界， 2010（10）：34-46.
[责任编辑刘爱华，方志]
关键词：进城农民工；自我雇佣；市场回报；功能定位
中图分类号：C922文献标识码：A文章编号：1000-4149（2018）05-0100-13
DOI：103969/jissn1000-4149201805011
收稿日期：2017-11-05；修订日期：2018-03-31
基金项目：北京旅游发展研究基地科研项目“人口疏解背景下北京市旅游非正规就业的功能定位与政策选择研究”（LYFZ18B002）。
作者简介：朱志胜，经济学博士，北京第二外国语学院酒店管理学院讲师。
Rural Migrant’s Selfemployment Choices and Their Returns：
An Empirical Test Based on the Dynamic Monitoring Data of Migrants in 2014
ZHU Zhisheng
（School of Hospitality Management， Beijing International Studies University， Beijing 100024，China）
Abstract：Selfemployment has become a widespread and neglected phenomenon in the urban labor market in China， this paper empirically test the returns of rural migrant’s selfemployment for the first time. The results show that the income effect of migrant workers’ selfemployment is positive， it means that the selfemployment activities bring higher economic returns. But the selfemployed migrant also face relatively higher income uncertainty while there is a “Matthew effect” in the income return of selfemployment activities. The selfemployed rural migrants have longer work hours， while their health is not getting worse at least， and they have relatively high satisfaction with current living conditions. Further analysis shows that they also have higher demands for welfare security and other labor benefits， but in reality their social insurance participation is lower. The conclusions provide us with evidence to review the selfemployment behavior of rural migrants and also to clarify the functional orientation of this phenomenon.
Keywords：rural migrant； selfemployment； market returns； functional orientation
一、引言
近年来，自我雇佣已经成为我国农民工进城就业的一种重要途径和形式。据笔者推算，近5年我国城镇劳动力市场上从事自我雇佣活动的农民工比重都維持在40%左右，2014年，全国范围内的自雇农民工总量多达7612万人，其中绝大多数属于生存型自雇。从世界范围来看，自雇就业的劳动者数量在发达国家和众多发展中国家都呈增长趋势，甚至许多国家都制定了诸如给予就业困难群体启动资金以促进自雇就业的帮扶政策。近年来，包括国家《“十三五”促进就业规划》、《关于大力推进大众创业万众创新若干政策措施的意见》等在内的一系列就业相关政策，为包括农民工在内的劳动者选择自我雇佣提供了必要的行动空间和制度保障。可以想像，未来随着全面深化改革的推进，劳动者自我雇佣的行动空间必然随之扩大，自我雇佣将成为研究就业问题不可忽视的经济现象。
那么，针对当前我国城镇劳动力市场上普遍存在且日益增长的自我雇佣现象，不禁要问，进城农民工选择放弃传统的工资性就业转而作出自我雇佣的就业选择，是否真如我们臆测的那样是他们迫于无奈作出的被动选择？要回答这个基本问题，首先需要弄清楚农民工从事自我雇佣活动是否真的带来了更高的行为回报，换言之，农民工进入城镇劳动力市场选择“自雇就业”而放弃传统的“受雇就业”是否“有利可图”。显然，这需要对自我雇佣农民工和受雇就业农民工两个次级群体的市场回报作出准确地评估和比较。 本文首次尝试对自我雇佣农民工群体的市场表现及其行为后果展开系统讨论，从如下三个方面拓展现有文献：其一，有别于前期多数文献集中于探讨农民工受雇就业问题，如同工不同酬、就业歧视、非正规就业等，本文将研究视角延伸至农民工的自我雇佣活动，重点关注农民工自我雇佣的行为逻辑和市场后果，丰富了相关领域的研究成果。其二，本文抛弃前期文献仅消极地看待农民工的自我雇佣行为，从“经济理性”角度重新理解和诠释该群体内部日益普遍的自我雇佣活动。其三，不同于前期文献的二分法，本文引入多元就业身份变量，并在控制内生性和自选择偏差的基础上系统探讨了不同就业身份农民工的收入和福利享有状况。
二、文献述评
迄今为止，学术界对于自我雇佣仍未能够给出一个明确统一的定义。已有研究多数沿用一些国际性组织，如经济合作与发展组织（OECD）、国际劳工组织（ILO）以及联合国（UN）对于自我雇佣的界定。相对而言，学界对于自我雇佣的界定更为细致。斯坦梅茨（Steinmetz）和莱特（Wright）将那些通过自己的劳动获取部分或全部收入，而不是出卖自己的劳动给雇主以获取工资的劳动者界定为自我雇佣者[1]。帕克（Parker）认为自我雇佣者是指那些没有工资性收入或雇佣工资，而是从自身职业或自营账户中获得收入，并承担风险的劳动者[2]。博尔哈斯（Borjas）、杜桑科莫（ToussaintComeau）等学者则从群体构成的角度界定自我雇佣者，他们认为，一国城镇化进程中的农民、外来移民、缺乏竞争力的劳动者等是自我雇佣群体的主要来源，符合特定条件的私营业主、个体经营户以及某些服务行业的从业者，如理发师、律师、作家、艺术工作者、街头服务者、零散工、流动摊贩等，都可归为自我雇佣的范畴[3-4]。
国外学者较早关注到劳动者自雇行为的市场回报问题，但相关研究并未达成共识。早期的学者如博尔哈斯的研究发现，与受雇移民相比，自雇移民获得了相对更高的年收入，且这种收入优势与美国本土自雇者相比依然显著存在[3]。但在随后的研究中，博尔哈斯则发现，一旦控制个体的人口学特征，自雇者与受雇者的收入差异便不再显著存在[5]。贝茨（Bates）的研究也表明，自雇者的收入优势并非因为自雇行为本身，而是源于自雇者较高的人力资本及金融资本的投资收益[6]。赫斯特（Hurst）和卢萨尔迪（Lusardi）认为，由于自我雇佣面临着资金、精力、风险等约束，直接比较自雇者和受雇者的年收入并不合理。当从自我雇佣收入中减去金融资本的投资收益后，自雇者与受雇者的劳动收入并不存在显著差异[7]。阿里亚斯（Arias）和哈米斯（Khamis）采用边际处理效应方法的实证检验结果也表明，在克服正向选择性偏差后，自雇者的收入与正规部门就业者相比并没有显著差异，但相比于非正规受雇者依然表现出显著的收入优势[8]。洛夫斯特罗姆（Lofstrom）基于美国人口普查数据并利用个体固定效应模型的实证检验发现，不论对于高技能或低技能的移民而言，自我雇佣的确能够带来较高的收益，即便相比于美国本土的劳动者，那些具有较高技能的自雇移民也获得了更高的市场回报[9]。
这种争议同样存在于对自雇者工作满意度和主观效用的考察上。布兰奇弗劳尔（Blanchflower）和奥斯瓦尔德（Oswald）较早地对该问题进行了探讨，他们研究发现，在控制其他变量的情况下，从事自我雇佣活动的劳动者相比于受雇就业者和失业者表现出了更高的工作满意度[10]。但该结论由于数据和方法方面的缺陷而备受后续学者的质疑。西曼（Seaman）纠偏后的研究发现，自雇者与受雇者在工作满意度上并不存在如前者那样显著的差异[11]。多兰等（Dolan et al.）、宾德（Binder）和科德（Coad）等在修正样本选择性偏差后也发现，自雇者与受雇者的工作满意度在统计上并无显著差异[12-13]。而格雷厄姆（Graham）和费尔顿（Felton）等利用拉美微观数据的实证检验得出相反的结论，认为自雇者的工作满意度反而要显著低于工资雇佣者[14]。
长期以来，国内学界和政府更多集中于对受雇就业群体的研究，自我雇佣仅被当作非正规就业的组成部分而并未给予足够重视，缺乏对自我雇佣这种特殊就业形式的独立考察。国内直到近几年才逐渐有学者开始介入农民工自我雇佣现象的研究。为数不多的文献中，对于自我雇佣经济后果的探讨同样莫衷一是，存在“主动”和“被动”之争。持“被动”观点的学者认为自我雇佣是农民工出于维持生计而作出的被迫选择。宁光杰使用RUMiC 2009年数据并采用Heckman两步法估计发现，自雇农民工的小时收入比短期工要高，但低于长期工[15]。黄志岭利用CHIP 2007年数据的研究发现，城镇劳动力市场上城镇居民的自我雇佣收入远高于自雇农民工[16]。马（Ma）同样利用CHIP 2007年数据的实证检验发现，相比于受雇者，有雇工的雇主的工资溢价较高，而成为自营劳动者的工资溢价则相对较低[17]。曹永福等利用2010年全国流动人口动态监测调查数据，并采用PSM方法控制样本选择偏差后发现，自我雇佣确实能够带来6%—7%的工資溢价，但这是农民工以牺牲劳动强度、延长劳动时间为代价的[18]。与上述文献的“被动”观点不同，叶静怡和王琼使用“2010年在京进城务工人员经济和社会调查”专项数据的研究发现，农民工进入自我雇佣存在正自选择性，相比工资性就业的农民工，自雇农民工收入显著较高，自我雇佣对于农民工来说不再是一种被迫选择[19]。王守文和石丹淅的研究支持了上述判断，他们的研究发现，自雇者的总体教育收益率呈现出明显的上升态势，但这种效应存在明显的性别差异[20]。
总的来看，由于受到体制、制度、政策、法规等诸多因素的影响，相比于受雇就业和失业问题，国内学界对于自我雇佣问题的关注明显不足，直到最近几年才逐渐有学者介入此问题的研究，尚处于起步阶段，仅有的文献大多只侧重于某一方面的探讨，缺乏对该现象的系统讨论。同时，目前国内针对自我雇佣现象的相关文献在研究方法上基本沿袭了国外的同类研究，对于农民工自我雇佣的行为机制、市场回报等关键性问题并未形成共识。鉴于此，本文拟利用全国性的微观数据并改进估计方法，对自我雇佣农民工的市场表现及其行为后果展开系统讨论，重点考察农民工自我雇佣的收入效应和福利享有状况，为相关部门的政策制定提供理论参考和经验依据。 三、实证策略
1模型设定
如前所述，本文关注的核心问题是考察农民工从事自我雇佣活动的收入效应和福利享有状况。基于经典的明瑟工资方程，并借鉴前期文献的惯常做法，设定如下基准估计方程：
Yij=α+β×Selfempij+γXij+εij（1）
在收入效应方程中，被解释变量Y表示农民工的劳动收入，在福利保障方程中，被解释变量Y表示一系列反映农民工的劳动福利条件的变量，主要包括：劳动时间、健康水平、生活满意度、社会保障享有状况（养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险、住房公积金、商业医疗）等。在方程的右边，X为控制变量，包括农民工的性别、年龄、婚姻状况等人口学特征变量以及受教育程度、培训参与情况、城市经历等人力资本特征，同时，我们还控制了农民工的社会资本状况和流动特征。核心解释变量Selfemp表示就业身份变量，有别于前期文献的两分法，将农民工的就业身份细分为四个基本类型：正规受雇、非正规受雇、机会型自雇、生存型自雇，β为本文重点关注的参数，其符号和显著性表示自我雇佣活动的边际影响。ε为随机扰动项。
2模型的内生性及其处理
估计农民工自我雇佣的行为后果，内生性是不可忽略的问题。由于不同个体之间存在不可观测的特征差异，这些特征很可能会同时影响农民工的自我雇佣行为选择及其经济后果，忽略上述异质性所造成的遗漏变量问题将会导致估计偏误。例如，农民工的风险偏好和经营能力等通常因人而异且相对稳定，具有较强风险偏好和经营管理能力的农民工更有可能会选择从事自我雇佣活动，当然，他们也更有能力获得相对较高的劳动收入，并享有更加完善的福利保障。显然，简单采用传统方法进行估计，并不能够解决自选择性导致的估计偏误[21]。
考虑到传统的效应分析模型都只适用于处理变量为二值变量的情形，而本文的处理变量为多值变量，因此，在缺乏恰当工具变量的情况下，采用基于广义倾向得分的处理效应模型来缓解本文的内生性问题。该方法由因本斯（Imbens）提出并经冯（Feng）等的改进，为解决多值处理变量问题提供了思路[22-23]。首先使用多项logit模型估计农民工的就业身份选择，从而得到在给定协变量X的情况下，农民工i作出不同就业选择的条件概率，即倾向得分。然后，基于倾向得分，可以采用匹配估计、回归调整、逆概率加权等多种方法将原始样本进行平衡处理，从而缓解选择性偏差。通过综合比较，本文采用基于广义倾向得分的逆处理概率加权（IPTW）方法。在IPTW的估计方法下，就业身份j相对于就业身份k的平均处理效应可通过式（2）估计得到：
ATEjk=（Yji）-（Yki）=ni=1YjiI（Ti=j）r（T=j，Xi）ni=1I（Ti=j）r（T=j，Xi）-ni=1YkiI（Ti=k）r（T=k，Xi）ni=1I（Ti=k）r（T=k，Xi）（2）
式中，I（·）为示性函数，满足设定条件是等于1，否则等于0。r（·）即表示由第一步计算得到的倾向得分。T表示处理变量，在本文中，处理变量T有4个具体取值：正规受雇、非正规受雇、机会型自雇、生存型自雇。Y表示劳动收入和福利享有等市场回报变量。
3变量设置与统计描述
（1）数据说明。
本文所使用的数据来源于2014年全国流动人口动态监测调查“社会融合专题调查”（简称“融合调查”）数据。在样本分布上，2014年融合调查兼顾了东部、中部和西部地区，覆盖了大、中、小型城市，涉及北京市朝阳区、成都市、嘉兴市、青岛市、深圳市、厦门市、郑州市、中山市等8个城市（城区）。虽然上述8个城市（城区）并不是严格随机抽取的，但均采用严格的PPS抽样，且数据样本量大，覆盖面广，能够较好地代表全国流动人口的基本情况
有关2014年“融合调查”详细的调查、抽样和数据优势与局限，可参考原国家卫生和计划生育委员会流管司在2015年所发布的详细介绍。。
由于融合调查不仅包括农民工样本，同时也覆盖了流动的城市居民样本，因此，在样本的选择上，首先依据受访者的“户口性质”将非农业户口、农业转居民、非农业转居民的样本剔除；其次，根据本次流动的原因，仅保留那些选择“务工经商”的样本，删除随迁、上学、投靠亲戚等其他原因流动的样本；最后，考虑到本文主要关注处于工作状况的农民工的就业选择，因而仅保留“今年五一节前一周做过一小时以上有收入工作”的样本。通过以上三个步骤，得到调查时点处于就业状态的农民工样本。在此基础上，对核心变量缺失的样本进行了剔除。最终得到有效样本12374个。
对于农民工自我雇佣身份的识别，融合调查通过题项“您现在的就业身份属于哪一种？”将就业身份操作化，选项包括雇员、雇主、自营劳动者和家庭帮工及其他。基于本文对于自我雇佣的界定，并借鉴已有相关研究，将“雇主”和“自营劳动者”定义为自雇者，其中，“雇主”与机会型自雇者相对应，“自營劳动者”对应于生存型自雇者。由于“家庭帮工及其他”的样本量较小，借鉴李树茁等的做法，将“雇员”和“家庭帮工及其他”都视为受雇者[24]。同时，依据农民工是否签订合同以及签订合同的类型，进一步将受雇就业区分为正规受雇和非正规受雇。
（2）劳动收入的衡量与统计描述。
本文被解释变量为不同就业身份农民工的劳动收入，用月均收入来表示。通常而言，自雇农民工的劳动时间相对较长，因而计算农民工的小时收入似乎更具可比性，本文之所以选择使用月均收入而并非小时收入，主要基于两点考虑：一方面，虽然自雇者往往投入更多的劳动时间，但他们的工作时间相对灵活，单位时间的劳动强度往往较低，从这个角度讲，自雇和受雇农民工的劳动时间是缺乏比较基础的；另一方面，受访者回答的时间往往存在偏误，使用小时工资很可能会进一步增大变量测量的误差[19]。考虑到部分农民工存在包吃住的情形，借鉴叶静怡和周晔馨还原农民工收入的第二种方法，本文进一步计算了考虑包吃住情形后农民工月均收入[25]。对原始的收入数据进行截尾处理，删去小于第1百分位和大于第99百分位的样本，并做了对数化处理。表1报告和比较了不同就业身份农民工的劳动收入。 观察表1可知，总体上，从事自我雇佣活动的农民工的月均收入约为4309元，而受雇农民工的月均收入仅为3250元左右，仅相当于前者的7542%。如果将农民工包吃住的费用进行折算，这一
差距有所下降，但降幅较为有限。在自雇农民工内部，机会型自雇农民工的月均工资约为5332元，而生存型自雇农民工的月均工资仅为4000元左右，大约为前者的3/4，占全部自雇农民工不足四分
之一（2316%）的机会型自雇农民工，获得了相对更高的劳动所得。同时，自雇农民工劳动收入的标准差明显更大，约为受雇农民工的2倍，这意味着自雇农民工在获得较高劳动收入的同时，也面临着更高的收入不确定性。在受雇农民工内部，相比非正规受雇农民工，那些签订劳动合同的正规受雇农民工获得了相对较高的工资收入，但两者的收入差别并不大。虽然自雇和受雇农民工的劳动时间并不可比，但从表1结果来看，以小时收入衡量的劳动收入比较结果与前述分析是基本一致的。四类农民工中，收入最高的为机会型自雇农民工，其后依次是生存型自雇农民工、正规受雇农民工以及非正规受雇农民工。
由此可以初步推测，那些从事自我雇佣活动的农民工的就业状况可能并不如想像的那样窘迫，单就劳动收入而言，不论月均收入还是小时收入水平，自雇农民工都获得了相对较高的回报，这对于以获取更高收入为目的的农民工来说，自我雇佣有可能是他们出于经济理性的自主选择。当然，这还有赖于后续更为严谨的实证检验。
（3）福利享有的衡量与统计描述。
本文另一方面的被解释变量为农民工的福利享有状况，根据“融合专题调查”数据中可获得的信息，设计了如下4大类10小类的“福利享有”指标。
①劳动时间。初步的描述性统计结果表明，自雇农民工付出了相对更长的劳动时间。虽然自雇农民工的劳动时间是相对灵活的，但是较长的劳动时间意味着农民工能够享受的闲暇越少，因此，总的来说，劳动时间是福利享有的负面指标。②健康状况。一般认为，自雇农民工较高的劳动收入是以牺牲闲暇和健康换来的“回报”。 “融合调查”数据报告了农民工的自评健康程度，分为“非常不好、很不好、不好、一般、好、很好、非常好”，相应赋值为1到7，得到衡量农民工自评健康程度的有序变量。③生活满意度。这是一个综合性的指标。“融合调查”数据详细询问了农民工对目前生活的主观评价，选项分为 “非常不满意、很不满意、不满意、一般、满意、很满意、非常满意”，借鉴前期文献的做法，同样赋值为1到7，用以反映农民工生活主观满意度。
④社会保障享有状况。“融合调查”数据详细报告了农民工在养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险、住房公积金以及商业医疗等7个方面的参与情况，由此分别设置了7个0—1虚拟变量。上述7个方面指标大体反映了不同就业身份农民工的就业福利特征。
表2报告了四类不同就业身份农民工的福利享有情况。由表2可知，总体上，自雇农民工确实存在更为严重的过度劳动状况，自雇农民工的周均劳动时间约为69小时，相比受雇农民工的55小时要高出1/4左右。两类自雇活动并不存在明显差异，但相对而言，生存型自雇农民工的超时劳动现象更为普遍。同时，与受雇农民工相比，自雇农民工的自评健康得分略低于前者，但差距不大。而从生活自评满意度来看，无论是机会型自雇还是生存型自雇农民工，他们对于目前生活的主观满意程度都要高于受雇农民工，甚至与正规受雇农民工相比也相对较高，这与我们的主观感受并不一致，表明确实有必要重新审视当前我国城镇劳动力市场上广泛存在的农民工自雇佣现象。
同时，当前在城镇就业的农民工参与社会保障的比率依然较低，且相比而言，自雇农民工享受三项基本保险的比例要明显低于受雇农民工，仅约为受雇农民工的三分之一。这种反差同样也体现在其他六个方面。进一步比较可以看出，上述四类不同就业身份的农民工中，基本保险参与程度最高的是正规受雇农民工，其后是机会型自雇农民工、生存型自雇农民工，非正规受雇农民工享有的社会保障比例相对而言是最低的。不难发现，尽管相比正规受雇的农民工，两类自雇农民工的社会保障水平相对较低，但他们拥有的基本保险参与率却要明显好于非正规受雇農民工。
（4）控制变量设置与统计描述。
对于控制变量的选择，借鉴既有相关文献的变量选择过程，本文纳入如下主要变量：性别变量，男性赋值为1，女性赋值为0；民族变量，汉族赋值为1，其他赋值为0；婚姻状况变量，在婚赋值为1，其他（未婚、离异、丧偶）赋值为0。这三个变量能够反映出一定的社会文化习俗，会对包括农民工在内的某些群体的劳动力市场行为发挥作用。年龄因素体现了生命周期阶段，处于不同阶段的农民工会做出不同的人力资本投资和劳动力市场决策，且这种影响并非是线性的，因而本文分别控制农民工的年龄及其平方项。同时，本文还控制了农民工的子女数量，不难理解，子女数量越多的农民工，承担的经济压力也相应越大，而且会牵扯更多的精力，从而对他们的劳动力市场回报产生影响；自有房产作为家庭财富的一种重要体现，也是影响农民工就业地位和劳动收入的重要方面；人力资本特征在一定程度上决定了农民工竞争岗位的能力，从而影响他们
的劳动报酬。本文选择的人力资本变量主要包括农民工的受教育程度、健康状况、城市经历、本地政府培训等；同时，近年来，越来越多的文献发现，社会资本会对劳动者的职业选择产生重要影响，本文采用农民工“本地家庭成员数”和“是否参加老乡会”来刻画他们的社会资本特征。此外，我们还引入农民工的就业行业、流动范围和城市虚拟变量，以控制不同行业和地区间市场环境差异等不可观测因素的影响，以便更加准确地识别自我雇佣对农民工劳动收入和福利享有的贡献。表3报告了上述控制变量的描述性统计结果。
四、农民工自我雇佣的收入效应估计
1基本估计结果
表4报告了农民工自我雇佣收入效应的OLS估计结果。总体而言，农民工从事自我雇佣活动的确获得了相对更高的经济回报。在控制其他影响因素的情况下，自我雇佣的估计系数均在1%的统计水平上显著为正，相比受雇农民工，自雇农民工的月均劳动收入整体要高出223%左右。即便是在考虑包吃住的情形下，从事自我雇佣活动的农民工依然获得了173%的收入溢价。但是，由于潜在的内生性问题，直接采用OLS的估计结果可能是有偏且非一致的。依据前述研究设计，本文进一步采用基于广义倾向得分的处理效应模型（GPSW）进行了稳健性检验，结果如表5所示。不难发现，在控制自选择偏差后，上述基准估计结果依然稳健。 由表5的估计结果可知，总体上，自我雇佣活动确实存在着明显的收入优势，给农民工带来了更高的市场回报，但两类自雇活动在收入回报上存在明显差异。相比受雇农民工，在未考虑包吃住的情形下，自雇农民工的月均劳动收入高出约205%，其中，机会型自雇活动的收入溢价更是高达347%，生存型自雇农民工的收入回报相比前者也要高出137%左右。虽然在考虑农民工包吃住的情形后，估计系数有所下降，但这种优势依然显著存在。可见，在当前城镇劳动力市场上，那些从事自我雇佣活动的农民工，特别是从事机会型自雇活动的农民工，在收入回报方面的确占据着绝对的优势地位。在四类城市就业农民工中，非正规受雇农民工的收入状况都是最差的，从这个角度上讲，他们很可能才是城镇劳动力市场上最弱势的就业群体。
2分位数估计
上述分析结果证实，进城农民工从事自我雇佣活动的收入效应显著为正，自雇农民工的月均收入要高出受雇农民工15%—20%。然而，这种收入优势在不同收入层次的自雇农民工内部是否存在差异？换言之，“收入溢价”是否均匀地分布于不同收入层次的自雇农民工内部？对于该问题的解答有助于理解自我雇佣经济回报的收入分配效应。
表6报告了考虑包吃住情形下农民工自我雇佣收入回报率的分位数估计结果。由表6中Panel A部分的估计结果可知，与受雇农民工相比，处于第5百分位的自雇农民工的劳动回报显著较低，但在第25及更高的百分位上，自雇农民工的劳动回报均要显著高于前者，且估计系数逐渐递增。进一步观察表6中Panel B和Panel C部分的估计结果，可以看出，即使与正规受雇的农民工相比，在自我雇佣内部，机会型自雇农民工在第25及更高百分位上的月均劳动收入显著较高，而生存型自雇农民工的收入优势则体现在相对较高的分位上（第50百分位及以上）。且从估计系数来看，机会型自雇农民工的收入优势在不同的百分位上都要大于生存型自雇农民工。
可见，总体上，从事自我雇佣活动的劳动回报率随着收入分位点的上升而逐步上升，这意味着农民工的自我雇佣行为存在着“马太效应”，即具有较高劳动收入的自雇农民工的收入回报往往高于劳动收入较低的自雇农民工的收入回报，显然，这将导致自雇农民工内部的收入差距扩大。这一点从表2中自雇农民工较大的收入标准差也得以体现。
五、农民工自我雇佣的福利效应
依据前述研究设计，本文进一步探讨农民工自我雇佣活动的福利效应。表7报告了控制自选择偏差后农民工自我雇佣福利效应（GPSW）的稳健估计结果。由表7可知，总体而言，在其他条件不变的情况下，自我雇佣农民工相比于受雇就业的农民工的确付出了更长的劳动时间，平均每周要多工作
14个小时左右。同时，在自雇农民工内部，与生存型自雇农民工相比，机会型自雇农民工的周均劳动时间则相对更长。不仅如此，与正规受雇农民工相比，不论机会型自雇抑或生存型自雇农民工，他们的劳动时间就显得相对更长，分别多出17和13个小时左右。值得注意的是，相比前者，非正规受雇农民工每周的工作时间也要长大约3个小时以上。
然而，自我雇佣农民工与受雇就业农民工的健康状况并没有显著的差异。虽然自雇农民工的自评健康得分略低于受雇农民工，但这种差异在统计上并不显著。这表明现实中对该群体的主观臆断并不合理，自雇农民工并没有因为从事自我雇佣活动而牺牲自我的健康，甚至那些从事机会型自雇活动的农民工还表现出了相对更高的健康程度。
同样与我们的猜想不同的是，在控制其他因素的影响后，从事两类自我雇佣活动的农民工对于目前的生活状态都表现出更高的自评满意度。同时，相比于生存型自雇农民工，那些从事机会型自雇活动的农民工拥有相对较高的生活满意度。即便与正规受雇农民工相比，自雇农民工的生活满意度也依然显著较高。综合比较可以发现，四类就业农民工中，那些在非正规部门或岗位就业的农民工对于生活的满意程度是最低的。
進一步观察表7中第（4）至第（10）列，可以看到，对于通常意义上的“五险一金”，与受雇农民工相比，自雇农民工的社会保障享有状况显著较差，生存型自雇农民工在这方面的劣势地位更为严重，但四类就业农民工中，“五险一金”享有程度最差的依然是那些非正规受雇农民工，这也再次表明，非正规受雇农民工才是城镇劳动力市场上最为弱势的就业群体。上述结论符合我们的现实观察。有别于正规受雇农民工，自雇农民工在主体、客体和内容方面均不符合劳动法的规定，以致无法享受我国现行《劳动法》和《劳动合同法》对该群体合法权益的保护。换言之，自雇农民工中的绝大多数都还是属于游离在我国现行的劳动保护法律体系之外的人群。虽然自雇者目前已经可以通过个人缴费方式参加社会保险，但由于个人承担全部费用及其他原因，自觉参保的比率依然很低。
而从表7中第（10）列的估计结果来看，为了应对法定社保缺失问题，部分自雇农民工开始“另谋出路”，尤其是那些从事机会型自雇活动的农民工拥有着更高比例的商业保险。这种现象反映出一个重要事实：受限于当前的社会保障制度缺失，自雇农民工拥有相对劣势的社会保障状况，但他们中的相当部分对于社会保障是有着较高诉求的。
六、主要发现及讨论
自我雇佣已经成为农民工进城就业的重要途径和方式，自我雇佣农民工已然是我国城镇劳动力市场上不可忽略的就业群体。但长期以来，学界和政府都更多集中于对受雇就业群体的研究，自我雇佣现象仅被简单地理解为一种非正规就业形式，而缺乏对该群体的独立考察。本文首次利用2014年流动人口动态监测调查数据，对农民工自我雇佣的收入效应和福利享有状况进行了经验检验。研究主要有如下发现。
其一，农民工自我雇佣的收入效应显著为正，总体上，自我雇佣活动的确能够为农民工带来更高的经济回报。与受雇农民工相比，生存型自雇农民工的月均劳动收入要高出前者约10%—15%，机会型自雇农民工的收入优势更为明显，大约要高出受雇农民工30%—35%左右。这种收入优势即便与那些受雇于正规部门或正规岗位的农民工相比也依然显著存在。但与此同时，自雇农民工也面临着相对较高的收入不确定性。 其二，農民工自我雇佣的收入回报率随着收入分位数的上升而逐步提高，这意味着农民工从事自我雇佣活动的收入回报存在着明显的“马太效应”，表现为收入较高自雇农民工的劳动回报显著高于劳动收入较低的自雇农民工。由此造成的直接后果是，从事自我雇佣活动的农民工内部乃至整个农民工群体内部的收入差距将不断扩大。现实中，在经历多年的乡城流动之后，农民工群体内部的确已经出现了明显的群体分化。
其三，从福利享有情况来看，从事自我雇佣活动的农民工尤其是机会型自雇农民工的确付出了更长的劳动时间，存在较为严重的过度劳动现象。但相比于（正规）受雇农民工，自雇农民工的健康状况至少没有变得更坏，甚至那些机会型自雇农民工的健康条件还要显著好于前者。同时，即便与正规受雇农民工相比，自雇农民工对于当前的生活状况也表现出了相对更高的满意度。当然，现实中自雇农民工所实际享有各类社会保险的比率显著较低，处于相对劣势的尴尬地位，但该群体对于社会保障等劳动福利存在着较高的诉求。
本文的研究结论表明，虽然自我雇佣常被看作是非正规就业的组成部分，但对于自我雇佣这种特殊的就业形式，并不如我们想像的那样必然是农民工迫于无奈而作出的被动选择，对于以获取更高收入为目的的农民工来说，自我雇佣或许是他们出于自身或家庭效用最大化的理性选择，因而一刀切式的正规化可能并不是最优策略，甚至会带来效率和福利的双重损失。事实上，在经济转型和发展的过程中，中国正在创造出大量的自雇机会，催生了许多的机会型自雇劳动者，他们通过辛勤的劳动并承担一定的风险，在获得更高收入回报的同时，实现生活满意度的提升。从这个角度上讲，在户籍制度短期内无法发生实质性改变之前，从事自我雇佣活动确实是部分农民工提高自身经济基础，甚至实现向上流动的可行途径。当然，我们也应看到，自雇农民工在社会保障方面明显处于劣势，目前，我国的社会保障制度还有待进一步完善，特别是针对自雇劳动者群体，国家层面的社会保障法律规范设计依然没有提上日程。给予自雇农民工乃至全部自雇劳动者群体以社会保障应当是政府的义务和职责，而不能坐等自雇劳动者的自主行为。同时，对于自我雇佣收入回报的“马太效应”，在鼓励“大众创业、万众创新”的政策背景下，政府应该给予自雇农民工尤其是生存型自雇农民工一定的政策扶持，例如给予税收减免、低息贷款等优惠政策，使得自我雇佣成为调节收入分配的可行选择。
参考文献：
[1]STEINMETZAND G， WRIGHT E O. The fall and rise of the petty bourgeoisie： changing patterns of selfemployment in the postwar United States [J]. American Journal of Sociology， 1989， 65（94）：1134-1149.
[2]PARKER S C. The economics of selfemployment and entrepreneurship [M]. Cambridge University Press， 2005.
[3]BORJAS G J. The selfemployment experience of immigrants [J]. Journal of Human Resources， 1986， 21（4）：485-506.
[4]TOUSSAINTCOMEAU M. Do ethnic enclaves and networks promote immigrant selfemployment？ [J]. Economic Perspectives， 2008， 32（4）：30-50.
[5]BORJAS G J. Friends or strangers： the impact of immigrants on the US. economy [M]. New York： Basic Books， 1990：274.
[6]BATES T. Entrepreneur human capital inputs and small business longevity [J]. Review of Economics & Statistics， 1990， 72（4）：551-559.
[7]HURST E， LUSARDI A. Liquidity constraints， household wealth， and entrepreneurship [J]. Journal of Political Economy， 2004， 112（2）：319-347.
[8]ARIAS O， KHAMIS M. Comparative advantage， segmentation and informal earnings： a marginal treatment effects approach [J]. International Journal of Radiation Oncology Biology Physics， 2008， 62（4）：1133-1139.
[9]LOFSTROM M. Does selfemployment increase the economic wellbeing of lowskilled workers？ [J]. Small Business Economics， 2013， 40（4）：933-952.
[10]BLANCHFLOWER D G， OSWALD A J. Testing for a Ushaped wage curve： a response [J]. Scandinavian Journal of Economics， 1993， 95（2）：245-248. [11]SEAMAN P T. A labour economics analysis of selfemployment [D]. Dissertations & ThesesGradworks， 1997.
[12]DOLAN P， PEASGOOD T， WHITE M. Do we really know what makes us happy？ a review of the economic literature on the factors associated with subjective wellbeing [J]. Journal of Economic Psychology， 2008， 29（1）：94-122.
[13]BINDER M， COAD A. Life satisfaction and selfemployment： a matching approach [J]. Small Business Economics， 2013， 40（4）：1009-1033.
[14]GRAHAM C， FELTON A. Does inequality matter to individual welfare？ an initial exploration based on happiness surveys from Latin America[R].
Center on Social and Economic Dynamics Working Paper， 2007.
[15]寧光杰. 自我雇佣还是成为工资获得者？——中国农村外出劳动力的就业选择和收入差异[J]. 管理世界， 2012（7）：54-66.
[16]黄志岭. 教育、自我雇佣收入及其城乡差异[J]. 农业经济问题， 2013， 34（6）：89-94.
[17]MA X. Business startups or disguised unemployment？ evidence on the determinants of selfemployment from urban China [J]. Chinese Studies， 2016，5（3）：73-87.
[18]曹永福， 杨梦婕， 宋月萍. 农民工自我雇佣与收入：基于倾向得分的实证分析[J]. 中国农村经济， 2013（10）：30-41.
[19]叶静怡， 王琼. 农民工的自雇佣选择及其收入[J]. 财经研究， 2013， 39（1）：93-102.
[20]王守文， 石丹淅. 中国城镇自雇者教育收益率研究——基于CHIP数据的经验分析[J]. 统计与信息论坛， 2015（9）：60-65.
[21]GREENE W H. Econometric analysis： international edition [R]. 2011.
[22]IMBENS G W. The role of the propensity score in estimating doseresponse functions [J]. Biometrika， 2000， 87（3）：706-710.
[23]FENG P， ZHOU X H， ZOU Q M. Generalized propensity score for estimating the average treatment effect of multiple treatments [J]. Statistics in Medicine， 2012， 31（7）：681-697.
[24]李树茁， 王维博， 悦中山. 自雇与受雇农民工城市居留意愿差异研究[J]. 人口与经济， 2014（2）：12-21.
[25]叶静怡， 周晔馨. 社会资本转换与农民工收入——来自北京农民工调查的证据[J]. 管理世界， 2010（10）：34-46.
[责任编辑刘爱华，方志]